Revista de Psicología de la Salud, 1990, Volumen 2, nfl 1 y 2, Pág. 91 a 111.

EXPECTATIVAS DE CONTROL SOBRE LA EXPERIENCIA DE DOWR: ADAPTACION Y ANALISIS PRELIMINAR DE LA ESCALA

MULTIDIMENSIONAL DE LOCUS DE CONTROL DE SALUD*

Pastor1, M.A.; López1

, S.; Rodríguei, J.; Sánchez2, S.; Salas3

, E. y Pascual3' E.

1 Departamento de Psicología de la Salud. Universidad de Alicante. 2 Departamento de Enfermería. Universidad de Alicante.

3Sección de Reumatología. Hospital General de Alicante (SVS).

RESUMEN

Este trabajo es un análisis de la "Escala Multidimensional de Locos de Control de Salud" para su adaptación a pacientes con dolor crónico de origen reumático en una población española, determinar su estructura factorial y ana­lizar sus propiedádes psicométricas. Para ello estudiamos a 96 pacientes aten­didos en la sección de reumatología del Hospital de Alicante (S.V.S.).

Confrrmando la formulación multidimensional del constructo de locus de control, hemos obtenido cuatro factores o subescalas independientes: "Pro­fesionales", "Azar", "Destino" e 111nterno". Los análisis de fiabilidad y validez han mostrado que, aunque se necesitan más estudios para delimitar las propiedades

* Este trabajo ha sido realizado gradas a la ayuda P ABS-0336 de la Dirección General de Investigación Científica y Técnica del Ministerio de Educación y Ciencia.

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psicométricas de cada una de la subescalas, de momento la "Escala Multidi­mensional de Locus de Control de Dolor" parece un instrumento útil para eva­luar las expectativas de control sobre el dolor, por parte de las personas con afecciones reumáticas.

ABSTRACT

This work studied the "Multidimensional Health Locus of Control" in ar­der to adapt it to a chronic pain sample, in a Spanish population. We intervie­wed 96 rheumatic out-patients attending the Rheumatology Unit of Alicante General Hospital. We also determined the factor structure and the psychome­tric properties of this scale.

We have obtained four independent factors:"Professionals", "Chance", "Fate" and "Interna!''. Our results supported the multidimensional formulation of the locus of control construct. In general, reliability and validity analysis ha­ve shown good results. So we think that the "Multidimensional Pain Locus of Control" scale is an adequate instrument to evaluate beliefs about control over chronic pain experience, in samples of rheumatic patients.

INTRODUCCION

El concepto de locus de control hace referencia a las expectativas que se tienen respecto a la relación entre la conducta y sus resultados o consecuencias. Inicialmente se entendió como una única dimensión bipolar (interno-externo). Las personas con un locus de control "Interno", creerían en la relación existente entre su conducta y los resultados de la misma, mientras que las personas con un locus de control "Externo", no confiarían en dicha relación.

Después de esta primera formulación sobre el concepto de locus de con­trol, Levenson propuso considerarlo como un constructo de naturaleza multidi­mensional (Levenson, 1972). Wallston y cols. {1976, 1978) adaptaron el concepto, con esta última formulación, al área de la salud, y desarrollaron una escala específica para evaluarlo. La Escala Multidimensional de Locus de Con­trol de Salud (Wallston y cols., 1978), es una de las más utilizadas actualmente y se ha aplicado a muestras de pacientes con diagnóstico de cáncer, dolor cróni­co, hipertensión, adicciones, etc.

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En la formulación multidimensional del constructo de locus de control, se propusieron tres dimensiones independientes: una interna y dos externas. Así, el locus de control "Externo" se dividió en dos tipos: "Otros Poderosos" ("Powerful Others") y "Azar" ("Chance"). Las personas con un locus de control "Interno" piensan que ellos mismos pueden influir en el mantenimiento de su salud, así como modificar el curso y resultado de su enfermedad. Por el contra­rio, las personas con un locus de control externo, creen que su salud, o su en­fermedad, están determinadas por agentes externos a ellos mismos: en un caso, dependerían de las conductas de otras personas, como profesionales de la sa­lud, familiares, amigos, etc. ("Otros Poderosos") y, en otro, se confiaría en la ac­ción del azar, suerte, destino, etc. ("Azar").

Las exigencias de autocuidado propias de los pacientes con enfermeda­des crónicas (medicación, actividad física, etc.), hacen que adquiera especial relevancia la creencia en la propia habilidad para mantener el nivel de salud y evitar el deterioro. En concreto, en el caso de pacientes con dolor crónico, se ha sugerido la importancia del concepto de locus de control para estudiar y comprender la adaptación a esta situación ( Crisson and Keefe, 1988; Buckelew, Shutty, Hewett, Landon, Morrow and Frank, 1990; Skevington, 1990). Los pa­cientes de dolor crónico con un locus de control centrado en "Azar", han mos­trado niveles altos de depresión, ansiedad, dolor e indefensión (Skevington, 1983; Crisson and Keefe, 1988; Buckelew and cols., 1990). Además, estos pa­cientes percibieron ineficaces las estrategias de afrontamiento utilizadas para aliviar su dolor y malestar psicológico (Rosenstiel and Keefe, 1983; Crisson and Keefe, 1988). Respecto a la relación entre locus de control y afrontamiento, Crisson y Keefe no encontraron correlaciones significativas de las dos dimen­siones restantes, locus "Interno" y "Poder de Otros", con las estrategias de afrontamiento evaluadas y con el distrés psicológico.

Muchos autores han indicado la conveniencia de diseñar o adaptar las escalas al área específica donde se van a utilizar, con el propósito de aumentar su capacidad de predicción y, así, eliminar el problema de la falta de relación entre expectativas generales y las conductas concretas realizadas ante situacio­nes específicas (Lefcourt, 1982; Coombs and Shroeder, 1988; Skevington, 1990). En el caso del dolor crónico, la escala de W allston y cols. se ha adaptado para evaluar las expectativas de control sobre la experiencia de dolor ,cambiando las referencias a la salud o a la enfermedad de la escala original, por las de alivio o empeoramiento del dolor según el caso (Crisson and Keefe, 1988; Toomey y cols., 1988). Recientemente, Skevington ha desarrollado un cuestionario especí­fico para este propósito, "The Beliefs about Pain Control Questionnaire" (Ske­vington, 1990), pero los items que lo componen hablan de tener o no tener dolor (presencia/ausencia). En nuestro caso, dado que nos interesa la experien­cia -de dolor crónico de origen reumático y éste es un padecimiento diario, nos

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pareció más adecuado utilizar los términos de alivio/empeoramiento del dolor, tal como lo han hecho Toomey y cols. a partir de la escala Multidimensional de Locus de Control de Salud nombrada. En nuestro estudio hemos trabajado· so­bre su versión para el dolor crónico, ya que preferíamos la escala multidimen­sional de Wallston pues es un instrumento ampliamente utilizado en este contexto, y sobre el que existen abundantes datos acerca de su fiabilidad y vali­dez, además de haberse reproducido su estructura factorial en las distintas in­vestigaciones que lo han empleado (Buckelew y cols., 1990; Marshall, Collins y Crooks, 1990).

Los objetivos de este trabajo han sido adaptar la escala multidimensional de locus de control para pacientes con dolor crónico de origen reumático en una población española, determinar su estructura factorial y analizar sus pro­piedades psicométricas.

METO DO

l. Sujetos

Hemos estudiado 96 pacientes atendidos en consultas externas por la sección de reumatología del hospital del Servicio Valenciano de Salud de Ali­cante. Los sujetos estaban diagnosticados de: Síndrome Fibromiálgico Primario (n=20), Artritis Reumatoidea (n=28), Lupus Eritematoso Diseminado (n= 11), Espondilitis Anquilosante (n= 14) y Artrosis (n=23).

La mayoría eran mujeres (74%) y estaban casadas (86.5% ). Respecto a la situación laboral, el 57% estaba en activo (incluye situación de las amas de casa), el 7.3% en paro, el 52% jubilado, el12.5% se encontraba en situación de incapacidad laboral transitoria, y el17.7% de incapacidad laboral permanente. El nivel educativo de la muestra era bajo, el44.8% sólo sabía leer y escribir, mientras que el 32.3% tenía estudios primarios. Un 8.3% era analfabeto, un 9.4% tenía estudios medios y sólo un 5.2% universitarios. La media de edad fue 49.7 años ( dt = 11.1; rango: 23-65), y la media de tiempo de padecimiento de la enfermedad fue de 124.6 meses ( dt = 82.9; rango= 15- 408).

2. Instrumentos

Además de un cuestionario sociodemográfico y de historia clínica elabo­rado al efecto, hemos aplicado los siguientes instrumentos:

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1.- La "Escala Multidimensional de Locus de Control de Salud-Dolor' {Toomey y cols., 1988). Esta escala es una adaptación de la "Multidimen­sional Health Locus of Control"-Forma A {Wallston, Wallston and De Vellis,1978). Su única diferencia respecto a la de Wallston está en haber sustituido el término salud por el de alivio del dolor, y el término enfer­medad por el de empeoramiento del dolor. Por tanto, nos permite deter­minar si el sujeto cree que puede llegar a influir en su dolor con sus propios medios {locus "Interno"), o éste escapa a su control personal, de­pendiendo de las acciones de otras personas ("Otros Poderosos"), o de la suerte, destino, azar, etc. ("Azar"). La escala consta de 18 items, seis por cada factor, contestados según una escala tipo Likert de 6 puntos, desde 1 ("Completamente en desacuerdo") a 6 {"Completamente de acuerdo"). Puntuaciones altas indican una mayor atribución de control personal o de control externo respecto al dolor (factor "Interno", por un lado, y factores "Otros Poderosos" y "Azar" por otro).

2.- Las escalas de "Medida del Impacto de la Artritis" (adaptación de la "Arthritis Impact Measurement Scaies" de Meenan y cols., 1982).El AIMS es un instrumento diseñado para evaluar el estatus de salud en pacientes con artritis. El análisis factorial más reciente ha mostrado 5 factores: "Función de las Extremidades Superiores", "Función de las Ex­tremidades Inferiores", "Afecto", "Síntomas" e "Interacción Social" (Ma­son, Anderson y Meenan, 1988) que son los utilizados en este estudio. En estas escalas, puntuaciones altas indican un pobre estatus de salud, y puntuaciones bajas un buen estatus (a partir de este momento hablare­mos de incapacidad funcional para. mayor claridad en la exposición).

3.- El cuestionario de afrontamiento de Vitaliano (The Vitaliano Revised Ways of Coping Checklist: Vitaliano y cols., 1985), para evaluar la fre­cuencia con que los enfermos utilizan diferentes estrategias para afron­tar su enfermedad. La factorización de este cuestionario mostró 8 factores, 5 activos y 3 evitativos: "Pensamientos Positivos", "Pensamiento Desiderativo", "Búsqueda de Apoyo Social", "Búsqueda de Apoyo Ins­trumental", "Contabilización de Ganancias","Culpabilización de Otros", ''Evitación del Problema" y "Minimización de la Amenaza" (Rodríguez y cols., 1990).

3. Procedimiento

3.1. Proceso de tulaptllción de ls escala

En la traducción inicial de la escala "Multidimensional de Locus de Con­trol-Dolor", forma A, han intervenido distintos profesionales, intentando conse-

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guir una versión lo más exacta posible a la original inglesa. La mayor modifica­ción se ha hecho en las instrucciones de la escala, dada la necesidad de adap­tarlas para su aplicación en entrevista. Después de una primera versión piloto para valorar la comprensión y corregir expresiones, se elaboró la versión defini­tiva de la escala (ver Anexo).

A pesar de existir dos formas paralelas de la escala Multidimensional de Locus de Control, y de ser conscientes del beneficio consiguiente para el análi­sis de su fiabilidad, hemos utilizado sólo una de ellas porque la aplicación se ha hecho conjuntamente con otras pruebas, en el marco de una evaluación más ge­neral de los pacientes con patologías reumáticas y, por tanto, el criterio de eco­nomía de tiempo ha sido determinante.

3.2. Proceso de aplictu:i6n

Todos los sujetos fueron remitidos por el reumatólogo, que determinaba la inclusión o no de los pacientes que acudían diariamente a consulta, y reque­ría su participación voluntaria. Su decisión se realizaba sobre la base de unos criterios de admisión para el estudio acordados previamente: menores de 65 años, sin enfermedad psiquiátrica ni degenerativa, y con uno de los 5 diagnósti­cos establecidos {según criterios de Wolfe y cols., 1985 para el diagnóstico de Síndrome Fibromiálgico Primario, y según criterios de la "American Rheuma­tism Association" para el resto).

Todos los instrumentos se han administrado mediante entrevistas indivi­duales realizadas en consultas externas del hospital. El entrevistador descono­cía el diagnóstico del paciente al que atendía y aseguraba el anonimato de sus respuestas.

3.3. Corrección y tratamiento estadístico

Las respuestas fueron puntuadas según la siguiente escala:

Completamente de acuerdo ( 6), Bastante de acuerdo ( 5 ), Algo de acuerdo ( 4 ), Algo en desacuerdo (3 ), Bastante en desacuerdo (2 ), Completamente en desacuerdo ( 1 ).

Se han desarrollado programas en lenguaje DBASE para la corrección mecanizada de los instrumentos empleados. A efectos de comparación, las

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puntuaciones totales se han igualado de O a 100. En este proceso, se ha conside­rado el número diferente de items que componen cada factor.

El análisis factorial se ha realizado utilizando el programa BMDP4M­FACTOR ANAL YSIS del paquete estadístico BMDP. También hemos utiliza­do programas del SPSSX-PC, FREQUENCIES para el análisis descriptivo de la muestra, y RELIABILITY y CORRELATION para los análisis de fiabilidad y validez de la escala, respectivamente.

RESULTADOS

l. Analisis factorial

1.1. Estructura empírica de la escala

Sobre la matriz de correlaciones hemos aplicado el análisis factorial uti­lizando el método de análisis de componentes principales y rotación ortogonal (Varimax). En este trabajo, se han considerado aquellos factores que han cum­plido los siguientes criterios: factores con valor propio superior a la unidad, en los que saturaran un mínimo de tres items (se incluyeron los items con pesos sólo en un factor mayores de .50), que explicaran varianza sustancialmente dife­rente (cuando ésta se mantuvo más o menos homogénea se detuvo el proceso de extracción de factores) y que presentasen coherencia teórica.

La solución final se compuso de 4 factores que explicaron un 96% de la varianza. Por orden de mayor a menor varianza explicada, fueron:

FACTOR l. "PROFESIONALES": Los items que saturaron en este fac­tor y sus pesos se encuentran en la tabla 1 . Este factor explicó el30% de la varianza y en él saturaron los 5 items que hacían referencia específica al control de los profesionales de la salud en el alivio del dolor, no satu­rando el explícitamente referido al papel de la familia (su peso en este factor fue de .06). Por esta razón, sustituimos el nombre de "Otros Pode­rosos" por el de "Profesionales". Además, el item n217 también saturó en este factor, mientras que en la versión inglesa lo hizo en el factor de lo­cus de control "Interno" exclusivamente.

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Tabla 1.- FACTOR 1: "PROFESIONALES"

N2 Item Contenido Item Peso 10 5 3

18

14

17

Los médicos son los que pueden aliviar mi dolor. .79 Siempre que mi dolor empeora debo consultar a un médico. .74

Ir regularmente al médico es la mejor forma de evitar que mi dolor empeore. .66 Para aliviar mi dolor sólo puedo hacer lo que mi médico me dice que haga. .64 Cuando mi dolor disminuye es, generalmente, porque otras personas me han cuidado bien. .60 Si hago las cosas adecuadas puedo aliviar mi dolor. .51

FACTOR 11. "INTERNO": Los items de este factor y sus pesos están en la tabla 2. El factor 11 explicó un 23% de varianza y en él saturaron 4 items. El item n217 de la escala original, que se incluía en este factor, "Si hago las cosas adecuadas puedo aliviar mi dolor" fue eliminado de la es­cala pues también saturó en el anterior (en FI: .51 y en FII: .57). Final­mente, el item n28 que también pertenecía a este factor en la estructura original inglesa, en nuestro estudio no obtuvo un peso suficiente para ser incluido en el mismo ( .26).

Tabla 2.- FACTOR 11: "INTERNO" NºItem Contenido Item Peso

6 12

13 17 1

Puedo aliviar mi dolor por mí mismo. .71 Lo que yo haga o deje de hacer es lo más importante para ali-viar mi dolor. . 70 Si me cuido puedo aliviar mi dolor. .57 Si hago las cosas adecuadas puedo aliviar mi dolor. .57 Si mi dolor empeora, lo que yo hago influye en la rapidez con que consigo aliviarlo. .53

FACTOR 111. "AZAR": Este factor está compuesto por tres de los 6 items pertenecientes al factor "Chance" de la versión inglesa. Estos tres items hacen referencia específica al papel de la suerte o de la casualidad en el alivio del dolor (ver tabla 3), por lo que el nombre asignado fue el de "Azar". En nuestro estudio explicó el22% de varianza.

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Tabla 3.- FACTOR 111: "AZAR" N2 1tem Contenido ltem Peso

9

11

4

La suerte tiene una gran influencia en la rapidez con que mi dolor se alivia. .85

Si mi dolor se alivia es, en gran medida, cuestión de buena suerte. .77 La mayoría de las cosas que alivian mi dolor me ocurren por casualidad. · .70

FACTOR IV. "DESTINO": Este factor agrupó a los tres items restantes del original "Chance", que hacían referencia explícita a la incontrolabili­dad de los resultados de la conducta individual (ver tabla 4), y a cierto nivel de fatalismo, por eso lo nombramos "Destino". El factor "Destino" explicó el21% de varianza.

Tabla 4.- FACTOR IV: "DESTINO"

NºItem Contenido Item Peso 16

15 2

No importa lo que haga, si mi dolor tiene que mejorar, mejo-á .79 rar .

Haga lo que haga, es probable que mi dolor empeore. .76 Haga lo que haga, si mi dolor va a empeorar, empeorará. .74

1.2. Depuraci6n de la esaúa

Después del análisis factorial descrito, eliminamos de la escala los items nº7, n28 y n2 17 y repetimos el análisis. Las razones que nos llevaron a eliminar esos tres items ya se han apuntado: En primer lugar, los items nº7 y n28 no sa­turaron en los factores que, por su contenido teórico les correspondía en rela­ción con la estructUra original inglesa (FI y FII respectivamente). Ambos saturaron en un factor aparte ( nº7 en positivo y n2 8 en negativo) que no ha sido considerado por no cumplir los criterios de contener al menos tres items y te­ner coherencia teórica, además de explicar una pequeña proporción de varian­za. En segundo lugar, el contenido de estos items presenta algunas dificultades: el ítem nº7 ("Mi familia tiene mucho que ver para que mi dolor empeore o me­jore") incluye dos contenidos opuestos en el mismo enunciádo (alivio-empeora­miento), y el item n28 ("Cuando mi dolor empeora es por mi culpa") adopta forma de acusación al incluir la palabra culpa, todo ello ha podido distorsionar la interpretación de esos dos items. pn segundo lugar, el item n217 fue elimina­do al presentar saturaciones similáres en dos factores diferentes. Suponemos que la expresión "si hago las cosas adecuadas ... " dadas las características de la

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muestra, con un problema crónico y acudiendo de forma periódica a consulta ambulatoria, ha podido interpretarse como cumplimiento de las prescripciones médicas, co~ lo cual la presencia del item en ambos factores es lógica.

Una vez eliminados esos tres items, se aplicó un nuevo análisis, mante­niendo los criterios antes expuestos para la aceptación de factores. La versión última de la escala quedó con 15 items distribuídos del siguiente modo:El fac­tor "Profesionales" con los items n210, 5, 3, 18 y 14 (pesos de .77, .75, .69, .63, .62 respectivamente). El factor "Interno", en el que saturaron los items n212, 6, 13 y 1 (pesos de .72, .71, .55 y .52 respectivamente). El factor "Azar" compuesto por los items n29, 11 y 4 (pesos de .84, .81 y .73 respectivamente) y, finalmente, los items nº16, 15 y 2 saturaron en el factor "Destino" (pesos de .81, . 77 y . 72 res­pectivamente). De este modo, la solución final se compuso de 4 factores que explicaron un 87% de varianza. Estos factores fueron, por orden de varianza explicada, los siguientes: "Profesionales" (FI: explicó el 27% ), "Azar" (FII: ex­plicó el 21%) "Destino" (FIII: explicó el 20% ), e "Interno" (FIV: explicó el 19%). (Ver Tabla 5).

Tabla 5.- PESOS, ITEMS Y VARIANZA EXPLICADA POR CADA FACTOR

N2 ITEM FI FII FIII FIV FI: "Profesionales" (27% ve)

10 (8) .77 -.16 .02 -.00 5 (5) .75 .13 -.07 .05 3 (3) .69 .22 -.16 .09 18 (15) .63 -.08 .01 -.00 14 (12) .62 .11 .15 .40

FII: "Azar" (21% ve) 9 (7) .07 .84 -.08 .05 11 (9) .21 .81 -.23 -.02 4 (4) -.17 .73 .18 -.11

FIII: "Destino" (20% ve) 16 (14) .15 .05 .81 .00 15 (13) -.23 .10 .77 -.00 2 (2) -.01 .12 .72 -.33

FIV: "Interno" (10% ve) 12 (10) .08 -.01 -.14 .72 6 (6) -.21 .13 .10 .71 13 (11) .27 -.11 -.18 .55 1 (1) .10 -.07 -.05 .52

ve: varianza explicada. Entre paréntesis nf.l item en la versión defmitiva de la escala.

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2. Analisis descriptivo

2.1./tems

La majbría de las medias estaban cerca de los valores extremos y las desviaciones típicas fueron muy similares (ver tabla 6). Sólo cinco items obtu­vieron medias situadas entre 3 (algo en desacuerdo) y 4 (algo de acuerdo). De estos 5 items, 4 (los n212, 9, 14 y 13 de la versión definitiva) pertenecen a los 3 factores con contenido referente al papel de agentes externos en el control del dolor, y sólo uno (n2 1) hace referencia al control personal.

Tabla 6.- MEDIAS Y DESVIACIONES TIPICAS DE WS ITEMS

M dt M dt PI FIII 8 5.27 1.19 14 3.77 1.94 5 4.65 1.86 13 3.43 1.80 3 4.38 1.82 2 4.53 1.74 15 5.21 1.26 FIV 12 3.78 2.02 10 4.56 1.56

FII 6 2.96 1.95 7 2.45 1.76 11 5.16 1.12 9 3.16 2.11 1 3.94 1.72 4 2.22 1.48

Numeración items definitiva.

Analizando el contenido de los items que componen cada factor, parece que los pacientes con enfermedades reumáticas tienden a estar más de acuerdo con el papel de los profesionales en el control de su dolor (los items del factor "Profesionales" han obtenido las medias más altas: la mínima=3.78, y la máxi­ma= 5.27) y más en descuerdo con la posible influencia de la suerte o de la ca­sualidad en su dolor (los items del factor "Suerte" presentaron las medias más bajas: la mínima= 2.22, y la máxima= 3.16).

· La ptmtqación media más baja la obtuvo el item n24 ("La ~ayoría de las cosa& que alivian q:~i dolor me ocurren por casualidad"), y la más alta el nQ8 ("los médicos son los· que pueden aliviar mi dolor"). El rango de movimiento de las medias se sitúa desde la alternativa de respuesta "Bastante en desacuerdo" has­ta la de "Bastante de acuerdo".

101

Las correlaciones de cada item con el factor correspondiente están en la tabla n27. Los items que presentaron las correlaciones más alta~ fueron los de los factores externos "Azar" y "Destino" , siendo la más baja igual a .73, y la más alta a .as. Los items de los factores "Interno" y "Profesionales" fueron los que obtuvieron las correlaciones más bajas con la puntuación total en el factor (ran­go de .56 a .70 y de 55 a .78, respectivamente).

Tabla 7.- CORRELACIONES ITEMS-FACTOR (a)

"PROFESIONALES" "INTERNO"

Jf.iUau I Jf.iUau I

3 .77 1 .65 5 .78 6 .69 8 .70 10 .70 12 .75 11 .56 15 .55

"AZAR" "DESTINO"

Jf.iUau I Jf.iUau I 4 .73 2 .78 7 .83 13 .80 9 .88 14 .80

(a): p:S.OOl para todos los coeficientes. Numeración items definitiva.

2. Factores

Las medias y desviaciones típicas de cada factor en el total de la muestra y en cada grupo de patología se encuentran en la tabla 8. En la muestra total, el factor "Profesionales" presentó la media más alta (M= 73.3), seguido de los factores "Interno" (M= 63.3), "Destino" (M= 58.3), y "Suerte" (M= 32.3).

El análisis de correlación entre los factores mostró dos relaciones signifi­cativas entre ell~: "Suerte" y "Destino" correlacionados positivamente (r = .27, p < .01), ":{ntetno" y "Destino" negativamente (r = -.21, p < .05) (ver tabla 9).

102

Tabla 8.- MEDIAS Y DESVIACIONES TIPICAS DE WS FACTORES

"Profesionales" "Interno" "Destino"

"Azar"

"Profesionales"

"Interno" "Destino"

"Azar"

G. TOTAL (n=96)

M dt 73.3 23.7 63.3 21.0

58.3 29.1 32.3 29.4 LES (n=11)

M dt 63.6 17.7

60.5 18.8 48.5 29.8 12.7 17.8

SFP (n=20) AR(n=28) M dt M dt

68.4 27.1 82.2 20.1 54.7 20.0 60.2 23.0 68.0 27.1 55.5 25.5 44.7 27.9 32.1 28.7

EA(n=14) OA(n=23) M dt M dt

64.3 25.0 77.0 22.5 69.3 17.9 71.9 19.8 48.5 35.8 63.7 27.1 27.7 35.3 33.9 28.4

SFP: Síndrome Fibromiálgico Primario; AR: Artritis Reumatoidea; LES: Lu­pus Eritematoso Sistémico; EA: Espondilitis Anquilosante; OA: Artrosis.

Tabla 9.- ANALISIS DE CORRELACION ENTRE FACTORES WCUS DE CONTROL

"Interno" "Azar" "Destino" "Profesionales"

"Interno" 1 1 "Azar" -.04 "Destino" -.21 * .27**

"Profesionales" .___-=.1;;;;...9 ___ =·1=1 ___ -...;.;;•04;.....;.._ _____ ____.· * p:S.05; ** p:S.Ol

3. Fiabilidad y validez

3.1. Fiabilidad: consistencia interna

Se calculó el coeficiente alpha de Cronbach para cada una de las cuatro subescalas. El coeficiente alpha para "Profesionales" (5 item.s) y "Azar"(3 items),fue de .75 respectivamente. El alpha de "Destino"(3 items) fue .71 y, fi­nalmente el de "Interno"(4 items) fue .54, el coeficiente más bajo.

103

3.2. Validez

La escala presenta VALIDEZ APARENTE al coincidir varios profesio­nales de la salud, así como los enfermos de la aplicación piloto en que se esta­ban midiendo creencias sobre el control del dolor.

La VALIDEZ DE CONTENIDO parece estar conseguida al ser una tra-• ducción lo más exacta posible de la escala original, cuyos items han mostrado

cubrir el dominio teórico de locus de control. Como ya se ha dicho, hemos in­tentado ser fieles a la escala original, sin añadir ningún item diferente.

VALIDEZ DE CONSTRUCTO: Esperamos obtener, en primer lugar, que el factor locus de control "Interno" se relacione negativamente con las me­didas de incapacidad funcional y positivamente con la utilización de estrategias activas de afrontamiento frente a la enfermedad. En el caso de los factores ex­ternos "Azar" y "Destino", esperamos que las relaciones sean de signo contrario. Respecto al factor externo "Profesionales", los resultados han sido inconsisten­tes en la literatura revisada, aunque desde un punto de vista teórico esperamos que las relaciones sean del mismo signo que las del resto de factores externos.

Todas las relaciones del factor locus de control "Interno" con incapaci­dad funcional han sido de signo negativo (ver tabla 10), siendo 3 significativas de un total de 5: con "Función Extremidades Superiores" (r=-.25, pS.01), "Afecto" (r=-.21, pS.05) y "Síntomas" (r=-.25, ps.01).

Tabla 10.- CORRELACIONES FACTORES LOCUS DE CONTROL CONESTATUSDESALUD

"Interno" "Azar"

"Destino" "Profesionales"

Extr Inf Extr S up. -.18 -.25** .15 -.01 .31** .10 .19 .15

* p:S.OS; ** p:S.Ol

A.f¡ t eco -.21* .12 .31** -.00

S' t momas IntS oc. -.25** -.05 .18 -.00

.23* .18 -.01 -.12

Respecto a las relaciones dellocus de control "Interno" con las estrate­gias de afrontamiento (tabla 11 ), sólo ha presentado correlaciones positivas y signifi~tivas con las estrategias activas: "Pensamientos Positivos" (r = .22,

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ps .05), "Búsqueda de Apoyo Social" (r = .26, p s .01), "Búsqueda de Apoyo Ins­trumental" (r=.21, ps.05), y "Contabilización de Ganancias" (r=.30, p:s.01). No se han obtenido relaciones con las estrategias evitativas, aportando datos sobre la validez discriminante de la subescala.

Tabla 11.- CORRELACIONES FACTORES LOCUS DE CONTROL CON AFRONTAMIENTO

"Interno" "Azar"

"Destino" "Profesionales"

F1 F2 F3 F4 F5 F6 F7 F8

.22* .04 .26** .21* .30** -.01 -.06 .18

.19 .22* .11 -.09 -.22* .09 .18 .20*

-.23* .15 .02 .11 -.02 -.04 .21* .05

.11 .07 .09 .06 -.03 -.22* -.03 .05 * p:S.05; ** p:S.Ol; Fl: "Pensamientos Positivos"; F2: "Pensamiento Deside­rativo"; F3: "Búsqueda de Apoyo Social"; F4: "Búsqueda de Apoyo Instru­mental"; FS: Contabilización de Ganancias"; F6: "Culpabilización de Otros"; F7: "Evitación del Problema"; F8: "Minimización de la Amenaza".

El factor de locus de control "Azar" no presentó ninguna relación signifi­cativa con las variables de incapacidad funcional (tabla 10). "Azar" se ha rela­cionado significativa y positivamente con la estrategia evitativa "Pensamiento Desiderativo" (r = .22, ps .05) y con la activa "Minimización de la Amenaza" (r= .20, ps.05), y significativa y negativamente con la estrategia activa "Conta­bilización de Ganancias" (r = -.22, pS.05) (Tabla 11).

"Destino", ha presentado relaciones de signo positivo con las variables de incapacidad funcional, siendo significativas las obtenidas "Función de Extremi­dades Inferiores" (r=.32, pS.01), "Afecto" (r=.31, p:S.01) y"Síntomas" (r=.23, ps .05) (Tabla 10). Respecto a las relaciones con las estrategias de afronta­miento, "Destino" se ha asociado significativa y negativamente a la estrategia ac­tiva "Pensamientos Positivos" (r=-.23, ps.OS), y significativa y positivamente a la estrategia evitativa "Evitación del Problema" (r = .21, ps .05) (Tabla 11).

"Profesionales", no ha presentado ninguna relación significativa con inca­pacidad funcional (Tabla 10), y sólo se ha relacionado significativa y negativa­mente con la estrategia evitativa "Culpabilización de Otros" (r=-.22, ps.OS) (Tabla 11).

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DISCUSION Y CONCLUSIONES

La estructura factorial obtenida coincide en gran parte con la presenta­da por los autores de la escala. La diferencia fundamental es la división de la subescala "Azar" ("Chance") en dos factores, o subescalas, bastante similares en cuanto al número de items que contienen (3 cada uno) y a su varianza explicada ("Azar"= 21%, "Destino"= 20% ). Sin embargo, el contenido teórico de ambos añade un matiz al contenido general de "Chance", distinguiendo dos tipos: uno relacionado con la influencia de la suerte, la casualidad, sin más, para el que hemos mantenido el nombre original del factor, "Azar". Otro, que tiene que ver con la influencia del destino, con la incontrolabilidad de los resultados de la conducta porque, "me tiene que pasar, haga lo que haga", y al que hemos nom­brado "Destino".

Pensamos que probablemente esta diferencia sea algo específico de nuestra cultura y/o del problema concreto que hemos estudiado. No hay que ol­vidar que el tiempo medio de padecimiento de la enfermedad, en el momento de la aplicación de la escala, era de 10 años y 3 meses. Tiempo en el que los pa­cientes han intentado varios tratamientos con desigual eficacia y, además, mu­chos de estos pacientes han ido empeorando progresivamente. En cualquier caso, es obvia la necesidad de, por un lado, realizar trabajos similares con otras muestras, tanto de personas enfermas como sanas;y, por otro lado, determinar si variables "situacionales" y que tienen que ver con la situación y evolución clí­nica (tiempo de padecimiento de la enfermedad, tratamientos intentados y efi­cacia de los mismos, nivel de deterioro funcional, etc.) determinan o no las expectativas de control sobre la experiencia de dolor crónico. Los resultados en este punto son inconsistentes, algunos autores encontraron una relación entre, por ejemplo, el tiempo de padecimiento de la enfermedad y ellocus de control (Reid, 1984), mientras que otros no (Westbrook, Gething y Bradbury, 1987) (aunque en estos casos se emplearon otras medidas de locus de control).

En general, el análisis de correlación entre los 4 factores de la escala confirma su independencia salvo dos excepciones, la relación de signo positivo de "Azar" y "Destino" y la de signo negativo de este último con el factor "Inter­no". Respecto a la primera de ellas, pensamos que es útil, por las razones ya ex­puestas, mantener la separación de los dos factores con puntuaciones específicas, y no dar una puntuación total en ambos tratándolos como una úni­ca dimensión. Respecto a la segunda relación, está en la línea de la obtenido por W allston y cols. con la escala multidimensional de locus de control de sa­lud, en la que las subescalas de locus de control "lntemo"("Internal") y la de "Azar" ("Chance") correlacionaron negativamente, especialmente en la forma A (W allston y cols., 1978), que es la utilizada por nosotros en este estudio . Hay que destacar la independencia de los dos factores "Destino" y "Azar" respecto

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al factor "Profesionales", confirmando lo obtenido por S. Skevington con una muestra de pacientes de dolor crónico, con su escala para evaluar las creencias sobre el control del dolor, ya nombrada en otro apartado (B.P.C.Q.: Skeving­ton, 1990), y por otros autores con la escala multidimensional de W allston y cols. (McCallum, Keith y Wiebe 1988).

Respecto a las propiedades psicométricas de la escala, los coeficientes de consistencia interna obtenidos han sido bastante aceptables dado el peque­ño número de items que compone cada subescala, salvo en el caso del aplha co­rrespondiente a la subescala "Interno". Los coeficientes alpha obtenidos por Wallston y cols. (1978) para cada una de sus tres subescalas, en las dos formas paralelas elaboradas, se encontraban entre .67 'y . 77. Cuando se combinaron las dos formas y aumentó el número de items al doble, los coeficientes subieron, si­tuándose entre .83 y .86. Como ya se comentó, en nuestro caso se ha utilizado una sola forma porque la escala forma parte de una evaluación más completa, y el criterio de brevedad ha sido determinante.

El factor más débil respecto a la fiabilidad es, como hemos dicho, el de locus de control "Interno" (FIV). También es el factor menos homogéneo y el que presenta el porcentaje de varianza explicada más bajo. Sin embargo, es el factor que ofrece las mejores relaciones desde el punto de vista de la validez de constructo. La baja consistencia interna de este factor en relación con el resto, es una tendencia observada en otros estudios. Por ejemplo, McCallum y cols., en una muestra de 54 estudiantes obtuvieron los siguientes coeficientes alpha en las tres escalas: .59 (LC interno), .67 (LC azar), y .76 (LC poder de otros) (MCCallum, Keith y Wiebe, 1988). En nuestro caso, pensamos que el contetrl­do de este factor tiene que ser mejorado, quizá concretando más el significado de algunas expresiones que pueden ser ambigüas, dando lugar a diferentes in­terpretaciones, ("por mí mismo", "si me cuido", etc.), además de no descartar la posibilidad de añadirle más items.

Respecto al perfeccionamiento de la escala, debemos señalar un aspecto relacionado con su validez de contenido. Quizá un problema respecto a este punto, sea el posible sesgo hacia el "alivio del dolor" que presenta la traducción (al traducir salud por alivio del dolor y enfermedad por empeoramiento del do­lor), aunque en la escala original también hay más items que, como el nombre de la escala indica, hacen referencia a la salud. El desequilibrio entre items re­feridos a alivio (n =U) y a empeoramiento (n = 3) es evidente. Pensamos que ambas situaciones son importantes en la experiencia de dolor crónico, con pe­ríodos inestables de mejoría y empeoramiento en cuanto a la intensidad del do­lor, pudiendo ser diferentes las creencias respecto a la influencia en el alivio y en el empeoramiento. En cualquier caso, se podría hacer un estudio, bien aña-

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diendo items referidos al empeoramiento del dolor, o elaborando dos formas equivalentes, con la única diferencia del cambio en ese contenido concreto.

Finalmente, los dos factores que presentan mejores propiedades respec- · to a su validez de constructo son ''Interno" y "Destino", con relaciones de signo negativo y positivo con la incapacidad funcional respectivamente. Las relacio­nes del factor "Interno" con las estrategias de afrontamiento, van en la línea de lo también obtenido por otros autores, al igual que las escasas relaciones del factor "Profesionales" con el resto de variables consideradas (Wallston y cols., 1978; Rosenstiel y Keefe, 1983; Skevington, 1983;Crisson y Keefe, 1988).

En conclusión, la escala presentada necesita, sin duda, de más estudios para delimitar sus propiedades psicométricas, especialmente en cuanto a su va­lidez, pues además nos encontramos con la limitación de que los instrumentos utilizados en este estudio también están en proceso de adaptación a muestra es­pañola. Sin embargo, pensamos que de momento es un instrumento útil para

· evaluar las expectativas de control sobre el dolor, por parte de las personas con afecciones reumáticas. Por otra parte, los resultados obtenidos parecen confir­mar la formulación multidimensional del constructo de locus de control, aña­diendo en nuestro caso la diferenciación entre los factores externos "Azar" y "Destino".

REFERENCIAS

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ANEXO

ESCALA MULTIDIMENSIONAL DE WCUS DE CONTROL-DOLOR

"Nos interesa conocer cómo consideran las personas su dolor y qué co­sas lo empeoran o mejoran. Le pedimos que nos diga su grado de acuerdo o de desacuerdo con cada una de las frases que voy a leer. Para ello, después de ca­da frase, también leeré una escala que va desde su absoluto acuerdo hasta su absoluto desacuerdo. Ud. tendrá que elegir una de las 6 alternativas que voy a nombrar: completamente de acuerdo, bastante de acuerdo, algo de acuerdo, al­go en desacuerdo, bastante en desacuerdo, completamente en desacuerdo. De­be elegir una, y sólo una, de esas alternativas.

No hay respuestas buenas ni malas, simplemente sirven para expresar su opinión. Intente contestar a cada frase independientemente, es decir, cuando conteste a una, no se deje influir por lo que haya contestado antes. Es impor­tante que responda en función de lo que U d. cree realmente, no en función de lo que piensa que debería creer, o de lo que piensa que nosotros queremos que crea."

l. Si mi dolor empeora, lo que yo hago influye en la rapidez con que con­sigo aliviarlo.

2. Haga lo que haga, si mi dolor va a empeorar, empeorará.

3. Ir regularmente al médico es la mejor forma de evitar que mi dolor empeore.

4. La mayoría de las cosas que alivian mi dolor me ocurren por casuali­dad.

5. Siempre que mi dolor empeora, debo consultar a un médico.

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6. Puedo aliviar mi dolor por mí mismo.

7. Mi familia tiene mucho que ver para que mi dolor empeore o mejore.*

8. Cuando mi dolor empeora es por mi culpa.*

9. La suerte tiene una grán influencia en la rapidez con que mi dolor se alivia.

10. Los médicos son los que pueden aliviar mi dolor.

11. Si mi dolor se alivia es, en gran medida, cuestión de buena suerte.

12. Lo que yo haga o deje de hacer, es lo más importante para aliviar mi dolor.

13. Si me cuido, puedo aliviar mi dolor.

14. Cuando mi dolor disminuye es, generalmente, porque otras personas (médicos, enfermeras, familiares , amigos, etc.) me han cuidado bien.

15. Haga lo que haga, es probable que mi dolor empeore.

16. No importa lo que haga, si mi dolor tiene que mejorar, mejorará.

17. Si hago las cosas adecuadas, puedo aliviar mi dolor.*

18. Para aliviar mi dolor sólo puedo hacer lo que mi médico me dice que haga.

*Items eliminados de la versión final.

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